摘要根據(jù)1978年來的時間序列數(shù)據(jù)，檢驗了我國農(nóng)民工數(shù)量與我國農(nóng)村家庭主要收入、農(nóng)村居民生活水平的關系，結果顯示：農(nóng)民工與我國農(nóng)村家庭生活水平存在緊密的正向關系，農(nóng)民工的增多促進了農(nóng)村居民的生活水平的提高；農(nóng)民工的增多并不會導致農(nóng)村家庭經(jīng)營收入的減少；農(nóng)民工數(shù)量增多的原因與農(nóng)村居民的人均工資性收入和家庭經(jīng)營收入之間的差額存在顯著關系；農(nóng)村邊際勞動力要素機會成本是影響農(nóng)民工數(shù)量增多的比較重要原因；家庭經(jīng)營收入和進城務工收入的總和是影響農(nóng)民工數(shù)量變化的重要原因。

關鍵詞農(nóng)民工；農(nóng)村家庭收入；關系

中圖分類號S-9文獻標識碼A文章編號0517-6611（2014）09-02761-04

作者簡介許路遙（1981- ），男，四川瀘州人，講師，從事國家財政與稅收研究。

我國是一個農(nóng)業(yè)大國，農(nóng)村人口比重大，所以隨著城市化的過程，一部分農(nóng)村人口會逐漸轉(zhuǎn)變?yōu)槌鞘腥丝?。一方面農(nóng)村人口數(shù)量會呈減少趨勢；另一方面，農(nóng)村存在大量的剩余勞動力，他們中的一部分戶口和家庭仍留在農(nóng)村，而平時到城里尋找工作，獲取更多的收入，這部分勞動力即被稱為農(nóng)民工[1]。改革開放以來，我國農(nóng)民工的數(shù)量總體呈增加趨勢，從絕對數(shù)量和相對于農(nóng)村人口總數(shù)來說都是如此。農(nóng)民工數(shù)量變化作為我國農(nóng)村的一種經(jīng)濟現(xiàn)象，它必定存在諸多的原因以及會導致諸多的結果。農(nóng)民工數(shù)量變化作為一種原因，它會對農(nóng)村經(jīng)濟各方面產(chǎn)生影響。農(nóng)民工的增多，使得留在農(nóng)村經(jīng)營的農(nóng)村勞動力數(shù)量減少，這可能對農(nóng)村家庭經(jīng)營產(chǎn)生負面的影響，從而可能影響農(nóng)村的家庭經(jīng)營收入；同時農(nóng)民工外出務工，也會增加農(nóng)村家庭的人均工資性收入，因此，農(nóng)民工數(shù)量的變化可能使家庭的總體情況不穩(wěn)定，進而對農(nóng)村家庭生活水平造成不確定的影響[2]。農(nóng)民工數(shù)量變化作為一種結果，它也要受到諸多方面的影響。

農(nóng)民工實際上是農(nóng)村剩余勞動力的一部分。在我國，由于特殊的戶籍制度問題，農(nóng)民工問題也被單獨列出來進行研究。農(nóng)村剩余勞動力中有一部分外流到城鎮(zhèn)務工，這部分勞動力就被稱為農(nóng)民工[3]；還有一部分留在農(nóng)村的鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)或處于失業(yè)（閑置或多余的勞動力）狀態(tài)。相對于農(nóng)民工問題，國內(nèi)外學者更青睞于對農(nóng)村剩余勞動力問題的研究。如農(nóng)村剩余勞動力存在的事實[1，3]；農(nóng)村剩余勞動力導致的結果[1]；農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移原因[2]；農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移與農(nóng)民收入的關系[4-5]。而關于農(nóng)民工問題，學者對農(nóng)民工現(xiàn)象內(nèi)部矛盾的研究較多，如農(nóng)民工流動及伴隨的問題[6-9]；農(nóng)民工自身的素質(zhì)差異（性別、年齡、人力資本等）及其與收入的關系[10-12]。而單獨把農(nóng)村家庭收入作為農(nóng)民工現(xiàn)象的原因或結果來分析的文章則很少，也有基于小樣本數(shù)據(jù)或小區(qū)域性調(diào)查數(shù)據(jù)的研究[13]。筆者基于統(tǒng)計數(shù)據(jù)重點研究了我國農(nóng)民工和我國農(nóng)村家庭收入的相互關系，并且把我國農(nóng)村家庭收入分為家庭經(jīng)營收入、人均工資性收入、兩項收入的和、兩項收入的差[8]分別與農(nóng)民工數(shù)量進行相關研究。

1研究假設

為了檢驗農(nóng)民工數(shù)量變化對農(nóng)村家庭的3個變量（農(nóng)村居民生活水平、農(nóng)村家庭人均工資性收入、農(nóng)村家庭人均家庭經(jīng)營性收入）的影響以及農(nóng)村家庭的3個變量（人均工資性收入、城鄉(xiāng)收入之差、城鄉(xiāng)收入之和）對農(nóng)民工數(shù)量的影響，提出如下假設：

（1）農(nóng)民工相對數(shù)量與農(nóng)村居民生活水平存在著一定的正向關系。

（2）農(nóng)民工相對數(shù)量與農(nóng)村居民家庭經(jīng)營收入存在一定的負向關系。

（3）農(nóng)民工相對數(shù)量與人均工資性收入存在一定的正向關系。

（4）農(nóng)民工相對數(shù)量進城務工收入與家庭經(jīng)營收入的差額存在較強的正相關關系。

2變量選取、數(shù)據(jù)來源與研究方法

2.1變量及數(shù)據(jù)來源該研究的變量包括農(nóng)民工指數(shù)、農(nóng)村居民生活水平指數(shù)、農(nóng)村家庭經(jīng)營收入指數(shù)、農(nóng)村居民人均工資性收入指數(shù)、農(nóng)村居民人均工資性收入與家庭經(jīng)營收入的差（和）指數(shù)。農(nóng)民工指數(shù)由筆者根據(jù)統(tǒng)計年鑒的基礎數(shù)據(jù)自行設計得出，其他指數(shù)直接根據(jù)統(tǒng)計年鑒的數(shù)據(jù)進行適當?shù)膶?shù)和放大等簡單變換所得。數(shù)據(jù)來自于《中國統(tǒng)計年鑒（2008）》、《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒（2008）》以及《中國人口與就業(yè)統(tǒng)計年鑒（2008）》。

（1）農(nóng)民工指數(shù)（FI）。為農(nóng)民工數(shù)量占農(nóng)村人口總數(shù)的比重取對數(shù)[9]（取對數(shù)主要是為了減小數(shù)據(jù)的波動性，下同）所得。因為農(nóng)村總?cè)丝谠谧兓?，因此采用農(nóng)民工數(shù)量占農(nóng)村人口的比重這個相對指標作為變量比用農(nóng)民工絕對數(shù)量作為變量更具實際意義。農(nóng)民工數(shù)量由于沒有直接統(tǒng)計數(shù)據(jù)，該研究采用近似的計算數(shù)據(jù)。用《中國統(tǒng)計年鑒》中的城鎮(zhèn)人口失業(yè)數(shù)、城鎮(zhèn)失業(yè)率計算出城鎮(zhèn)人口中的就業(yè)人數(shù)，再用統(tǒng)計的城鎮(zhèn)總就業(yè)人數(shù)減城鎮(zhèn)人口中的就業(yè)人數(shù)的差額作為近似的由農(nóng)村流動到城市的就業(yè)人數(shù)即農(nóng)民工數(shù)（假定城鎮(zhèn)人口均在城鎮(zhèn)就業(yè)）。FI的計算公式為：（FI=100×log（農(nóng)民工數(shù)/農(nóng)村人口總數(shù)×104）（當農(nóng)民工占農(nóng)村人口的比重每上升1‰，則可以使FI上升100）。

（2）農(nóng)村居民生活水平指數(shù)（LI）。該研究用扣除價格因素的農(nóng)村居民實際生活性消費指數(shù)（1979=100）取對數(shù)后作為生活水平指數(shù)的替代指數(shù)[8]。該指數(shù)能大致反映農(nóng)村居民的生活水平。

（3）農(nóng)村家庭經(jīng)營收入指數(shù)（MI）。該指數(shù)反映了農(nóng)村家庭經(jīng)營的收入水平。

（4）農(nóng)村居民人均工資性收入指數(shù)（WI）。該指數(shù)反映了農(nóng)村家庭的人均工資性收入水平。農(nóng)村家庭的人均工資性收入理論上應包括農(nóng)村勞動力在鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)就業(yè)的工資所得，農(nóng)村勞動力外出到城鎮(zhèn)務工所得[6]。該研究只檢驗工資收入和農(nóng)民工的關系。人均工資性收入水平是扣除了農(nóng)村家庭經(jīng)營收入、財產(chǎn)性收入和政府轉(zhuǎn)移性收入后的所得。（農(nóng)村家庭主要收入為家庭經(jīng)營收入、工資收入、財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入構成，其中前2項收入構成主要收入，如圖1）。

圖1農(nóng)村居民主要收入增長趨勢（5）農(nóng)村居民人均工資性收入指數(shù)（WMI）與農(nóng)村家庭經(jīng)營收入差（和）指數(shù)（WM）。這2項指標由《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》（2008）的數(shù)據(jù)進行指數(shù)計算再取對數(shù)后所得。

以上各項數(shù)據(jù)如表1所示。

2.2研究方法為了農(nóng)民工與多個變量的相互關系，解釋變量和被解釋變量均有多個，而且關于幾項收入的各個解釋變量之間存在共線或相關問題，所以采用了一元線性回歸分析法?；灸Ｐ蜑椋?/p>

3結果與分析

3.1平穩(wěn)性檢驗對表1中的各項時間序列數(shù)據(jù)采用ADF方法檢驗其平穩(wěn)性，檢驗結果見表2。

3.4結果討論模型（14）～（19）均具有較高的擬合優(yōu)度和理想的DW值；除了模型（16）外，各個模型的變量都通過了1%的顯著水平檢驗，可以看出各個模型效果良好。

由模型（14）可以看出農(nóng)民工指數(shù)與農(nóng)村居民生活水平指數(shù)有較強的線性相關性，農(nóng)民工數(shù)量的變化對農(nóng)村居民生活水平有著顯著的影響，農(nóng)民工占農(nóng)村人口總數(shù)的比重每上升1‰（農(nóng)民工指數(shù)每上升100）則可導致生活指數(shù)上升24。這可能是因為我國農(nóng)村存在著大量的剩余勞動力或零邊際收益勞動力[1]，這部分勞動力轉(zhuǎn)移到城市工作（成為農(nóng)民工）后，增加了農(nóng)民工的總收入，從而提高了農(nóng)民的生活水平和質(zhì)量。從我國的實際經(jīng)驗來看，改革開放至今，農(nóng)村居民生活水平確實有了很大的提高，這與農(nóng)民工數(shù)量的變動也存在著一定關系。因此可以說，從改革開放至今，農(nóng)民工數(shù)量的增多在一定程度上優(yōu)化了農(nóng)村勞動力資源的配置，釋放了部分農(nóng)村里存在的剩余勞動力，提高了農(nóng)村居民的生活水平和質(zhì)量[5]。

模型（15）和模型（16）是用來檢驗農(nóng)民工數(shù)量對農(nóng)村家庭2項主要收入（人均家庭經(jīng)營性收入和人均工資性收入）的影響。對比這2個模型可以看出，農(nóng)民工占農(nóng)村人口總數(shù)的比重每上升1‰，可導致農(nóng)村居民人均人均工資性收入指數(shù)上升18，而與農(nóng)村家庭性經(jīng)營收入關系的系數(shù)為004，且t、F統(tǒng)計值很小，未通過顯著性檢驗。表明農(nóng)村居民的人均工資性收入受農(nóng)民工指數(shù)的影響明顯比家庭經(jīng)營收入受農(nóng)民工指數(shù)的影響大、顯著。從模型（15）可以看出，農(nóng)村居民的人均工資性收入與農(nóng)民工指數(shù)存在顯著的正向相關性，說明農(nóng)村居民的人均工資性收入中有很大一部分是來自于農(nóng)村勞動力外出務工所得[10]。從模型（16）可以看出，農(nóng)村居民的家庭經(jīng)營收入與農(nóng)民工指數(shù)不存在顯著的關系，更看不出農(nóng)民工數(shù)量的增多導致了農(nóng)村人均家庭經(jīng)營性收入的減少。因此，農(nóng)民工數(shù)量的增多實際上并未影響農(nóng)村居民的人均家庭經(jīng)營性收入。綜合來看，農(nóng)民工數(shù)量的增多一方面大大的提高了農(nóng)村家庭的人均工資性收入，一方面又沒導致農(nóng)村家庭性經(jīng)營收入的減少。因此，再一次驗證了我國農(nóng)村還存在著大量剩余勞動力的結論。在這樣的情況下，農(nóng)村勞動力的進一步轉(zhuǎn)移，能進一步促進農(nóng)民收入的提高，從而進一步提高農(nóng)村居民的生活水平和質(zhì)量。

模型（17）～（19）分別檢驗了農(nóng)村居民人均工資性收入、城鄉(xiāng)收入差額、人均工資性收入和家庭經(jīng)營總收入對農(nóng)民工指數(shù)的影響。通過檢驗結果及對比發(fā)現(xiàn)，3者對農(nóng)民工指數(shù)都存在著顯著的影響，系數(shù)分別為1.37、3.57、1.57，t、F統(tǒng)計值都比較大，均通過了1%的顯著水平檢驗。從系數(shù)來看，城鄉(xiāng)收入的差額對農(nóng)民工指數(shù)的影響較大，其次為總收入，最后為人均工資性收入。農(nóng)民工在作決策的時候，通常會做對比和衡量，在留守農(nóng)村進行家庭經(jīng)營和外出打工兩者之間進行抉擇。抉擇的依據(jù)通常是總收入最大化原則，而對于一個家庭而言，勞動力要素存在3種配置方式：①全部留在農(nóng)村進行家庭經(jīng)營；②部分留在農(nóng)村進行家庭經(jīng)營，部分外出打工；③不搞家庭經(jīng)營，全部外出打工[10]。由此，預期的家庭性經(jīng)營收入和工資性經(jīng)營收入必定對農(nóng)民工的數(shù)量形成重大的影響。從3個模型（17）～（19）可以看出人均工資性收入與人均家庭經(jīng)營性收入的差額是對農(nóng)民工指數(shù)影響較為突出的因子。這說明，農(nóng)村勞動力更多的以對比進城和留守二者的收入的懸殊來作抉擇。因此，城鄉(xiāng)的收入差距是影響農(nóng)民工數(shù)量變化的較為重要的原因。同樣，模型也可以看出人均家庭經(jīng)營性收入和人均工資性收入的總和也是農(nóng)村勞動力在城鄉(xiāng)配置的重要依據(jù)。

綜上所述，家庭性經(jīng)營收入和外出務工收入是影響農(nóng)村勞動力配置的重要原因。而農(nóng)民工指數(shù)在改革開放至今一直表現(xiàn)為一種上升趨勢，這種趨勢會不會永遠的存在下去。從上述分析和現(xiàn)有理論[3]來說，農(nóng)民工數(shù)量上升的趨勢應該不可能永無止境的存在下去。隨著城市人口的增加，農(nóng)村人口的減少，一方面會使得城市競爭日趨激烈，就業(yè)壓力日益增大，城市生活成本越來越高[7]；另一方面，由于國家政策導向和發(fā)展空間逐步向著廣大農(nóng)村地區(qū)拓展，農(nóng)村經(jīng)濟必定在未來取得較快發(fā)展，因此農(nóng)村勞動力要素的配置趨勢必將有所變化[11]。

可以用圖2所示的簡單模型來對這一過程進行簡要的定性描述：

農(nóng)民工進城邊際收益和留守邊際收益變化模型假定其他因素不變，假定在一個較長的時間內(nèi)農(nóng)村勞動力進城務工的邊際/平均收益會存在遞減而留在農(nóng)村經(jīng)營的邊際/平均收益會存在遞增趨勢?，F(xiàn)令農(nóng)村勞動力總數(shù)為L，進城務工的勞動力為X，則L-X為留在農(nóng)村勞動力，若令農(nóng)村居民家庭經(jīng)營性收入和工資性收入的總和為F（x），農(nóng)民工的邊際/平均收益函數(shù)為f（x），留守邊際/平均收益函數(shù)m（x），則人均工資性收入和人均家庭經(jīng)營性收入的差G（X）為矩形AXOD面積減矩形ACED的面積之差，而F（x）的值可由公式F（x）=∫x0f（t）dt+∫Lxm（t）dt給出[12]。從圖2可以看出，應該存在一個可能的均衡值X*，使得G（X）值趨近于0，且使得F（x）值趨于最大，使得農(nóng)民工數(shù)量在X*附近波動。

4結論及政策啟示

4.1研究結論實證分析結果表明，第一部分提出的假說（1）和（3）得到了較好的驗證，假說（2）被證偽，假說（4）得到了一定的證明。由此得出的結論概括如下：

農(nóng)民工相對數(shù)量與農(nóng)村居民生活水平呈現(xiàn)一種顯著的正向關系。農(nóng)村居民人均工資性收入與農(nóng)民工相對數(shù)量呈現(xiàn)一種顯著的正向關系。表明農(nóng)村居民人均工資性收入的很大一部分是來自于農(nóng)民工外出打工所得的收入。農(nóng)村居民家庭經(jīng)營收入與農(nóng)民工相對數(shù)量沒有必然的聯(lián)系。農(nóng)民工數(shù)量與城鄉(xiāng)收入差距呈現(xiàn)顯著的相關關系。人均工資性收入在很大程度上影響了農(nóng)民工數(shù)量的變動。人均工資性收入可以看成農(nóng)村邊際勞動力要素的機會成本。

4.2政策啟示

4.2.1從法律層面進一步給予農(nóng)民工權利維護。農(nóng)民工群體仍是一個緩和城鄉(xiāng)收入差距的群體。政府應從法律層面給予更充分的權益保障，為增加農(nóng)民收入、縮小城鄉(xiāng)居民收入差距做更多努力。

4.2.2提供更多的政策性支持。就目前戶籍制度等流動性障礙予以疏通，為農(nóng)民工提供更寬廣的空間，進一步增加農(nóng)民的工資性收入，縮小城鄉(xiāng)收入差距。

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